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1、( 落 ) 北京市城镇居民消费与收入关系的实证分析 Dec，2013 (Vo127，No12) 等事件对我国经济的影响，居民消费受到国家政策、外部冲 击、消费者预期等诸多不可观测因素的作用，北京市居民消 费行为出现了一些变化。状态空间模型能够通过状态变量体 现制度变迁等不可观测变量对被解释变量的影响，反映经济 行为的结构变化和动态波动。我国一些学者运用状态空间模 型研究了全国及部分省份的居民消费倾向的变动，但对于北 京市城镇居民边际消费倾向的变动，还没有学者运用状态空 间模型对其进行研究。因此本文利用19862011年的统计数 据，从协整分析和状态空间模型的角度出发，实证研究北京 市城镇居民消
2、费与可支配收入之间的数量关系，实证检验城 镇居民边际消费倾向的动态变化，解释边际消费倾向动态变 化的驱动因素，最后提出相应的对策建议。 二、北京市城镇居民消费与收入的实证分析 本文选择北京市城镇居民人均消费水平(CSP)作为被 解释变量，北京市城镇居民人均可支配收入(ICP)作为解 释变量，样本数据时间段为1986201 1，数据来源于北京 统计年鉴2012)，样本数据均经过价格调整。 (一)北京市城镇居民消费与收入的协整分析 1单位根检验 首先，对19862011年间北京市城镇居民人均消费水平 (LNCSP)和北京市城镇居民人均可支配收入(LNICP)进行 ADF检验，结果见表1所列。 表1
3、各变量ADF检验结果 变量 ADF检验值 检验类型(c，t， ) 临界值 结论 LNCSP 5198 2 (c，0，0) 一1955 非平稳 LNCSP 一4 339 (c，0，0) -3 738 平稳 LNlCP O610 c，0，4) 一3O12 非平稳 LNICP 一6371 (c，0，2) -3808* 平稳 注：检验类型中的c和t表示截距项和趋势项，k表示检 验所采用的滞后阶数， 和 分别代表在5和l显著水平 下的临界值。 经过检验可知，北京市城镇居民人均消费水平(LNC sP)和北京市城镇居民人均可支配收入(LNICP)的一阶差 分序列都是平稳的，即均为一阶单整序列I(1)。 2协
4、整关系检验 为了检验北京市城镇人均消费水平(1nCSP)和北京市 城镇人均可支配收入(1nlCP)之间的关系，本文采用Engle 和Granger于1987年提出的EG两步法检验。首先，利用解释 变量对被解释变量进行回归；其次，对回归结果的残差进行 平稳性检验。 利用lnCSP对lnlCP回归的结果为： Inesp=03238+08094Inicp (1) (6584 7) (48146 1) 应 =0433 1 (2394 1) R =0996 9，R =O996 6，LM(1)=O274 3， LM(2)=0627 2 对上述回归方程的残差进行ADF检验，符合平稳性要求 一174一 (见表
5、2)，说明上述解释变量与被解释变量之间具有长期稳 定的协整关系，存在着动态均衡机制。 表2残差的平稳性检验 检验方式 检验值 显著水平 临界值 ADF检验 一48457 1 -4394 3 5 一3612 2 1O -3243 1 3建立误差修正模型 在上述协整分析的基础之上，建立误差修正模型以观察 变量之间的长期均衡对短期波动的影响。结果如下： Alncsp=0839AIniep0616 2ecmf一1 (2) (12056 2) (一2819 7) R。=074，R。=O73，LM(1)=0929 7，LM(2)=2152 7 从上述分析过程可以得出，北京市城镇居民人均可支配 收入对北京市
6、居民人均消费支出的长期弹性为08l，短期弹 性为084，短期影响大于长期影响。长期均衡误差修正项对 城镇居民人均消费支出的调整速度是062，即当北京市居民 人均消费支出短期偏离长期均衡时，会以062的调整速度向 均衡接近。 (二)GRANGER因果关系检验 协整检验结果表明北京市城镇居民人均消费水平与人均 可支配收入之间存在长期的均衡关系，对这种均衡关系进一 步进行Granger因果关系检验，结果见表3所列。 表3 GRANGER因果关系检验 Null Hypothesis Obs F-Statistic Probability Y does not Granger Cause X 24 1
7、198 58 0323 43 X does not Granger Cause Y 5819 74 OO1O 68 上述结果表明，在5的显著性水平下，北京市城镇居 民人均可支配收入(LNICP)是引起北京市城镇居民人均消 费水平(LNCSP)变化的主要原因。 (三)状态空间模型实证研究 上述误差修正模型虽然同时反映了北京市城镇居民人均 收入对城镇居民人均消费支出的短期和长期影响，但是该结 果是基于消费倾向、弹性等因素在样本期内恒定不变的假 设。事实上，由于消费受到消费者偏好、社会保障制度、财 富积累状况、消费环境等多种因素的影响，这意味着消费倾 向应该是一个动态变化的序列。用常规的固定参数回归
8、方程 无法表现这种结构的变化，因此利用状态空间模型构造可变 参数方程对边际消费倾向进行动态分析。模型如下： 量测方程：Incsp 一 +dr Ingdp +“ 状态方程：口 =f】+C2O + r， 、，0 、 ( )lN ) (3)式中的随机系数向量口 是状态向量，在回归方程中 称为可变参数。由于口 是不可观测变量，必须利用量测方程 和状态方程来估计。本文假定参数a 的变动服从于AR(1)模 型。 和岛分别是量测方程和状态方程的扰动项。通过它们 的方差一协方差矩阵可以看出两者是相互独立的，且服从均 ( ) 北京市城镇居民消费与收入关系的实证分析 Dec，2013 (Vo127，No12) 值
9、为0、方差为 和协方差矩阵为R的正态分布。模型估计 结果见表4所列。 表4状态空间模型估计结果 项目 Coefficient StdError z-Statistic Prob 0353 355 0038 992 9062 17O 0000 0 C(11 C(2) -8362 O04 2197 083 -3805 957 0000 1 C(3) -9382 759 1016 982 -9226 086 0000 0 0514 870 0 010 054 51212 94 0 000 0 C(4) C(5) 0357 562 O0O1 950 183367 6 0000 0 Final Stat
10、e Root MSE z-Statistic Prob SV1 0801 O13 0009 269 86417 22 0000 0 Log likelihood 54 670 01 Akaike info criterion -3820 770 Parameters 5 Schwarz criterion -3578 829 Diffuse priors 0 Hannan-Quinn criter -3 751 1OO 模型的AIC值为一38208，同时说明模型具有较高的预测 性能。利用该模型可求出城镇居民边际消费倾向，北京市城 镇居民边际消费倾向的变动趋势如图1所示。 图1 北京市城镇居民边
11、际消费倾向变动趋势 由图1可以看出，19862011年间，北京市城镇居民边 际消费倾向总体呈下降趋势，下降幅度为O27。大致可以分 为三个阶段：19861991年，边际消费倾向波动下降， 19922003年，边际消费倾向下降趋缓，2004-201 1年，边际 消费倾向继续下降，下降幅度加大。 从19861991年，北京市居民边际消费倾向呈现出一定 的波动，由08下降到073。边际消费倾向的变化主要与国家 宏观经济形势和经济政策有关。19861991年，是市场经济 体制引入还没有确立的阶段。在这一阶段，北京市城镇居民 生活从温饱向小康迈进，但居民生活还不是很宽裕，北京的 建设才开始在三环展开 。
12、这一时期的北京市城镇居民收入 和消费水平稳步提高，这一阶段边际消费倾向相对较高的主 要原因是城镇居民收入总体上看还是较低，以及计划经济体 制下的就业稳定及各种福利保障机制的健全。1987年边际消 费倾向的下降是因为我国宏观经济的紧缩。1988年城镇居民 边际消费倾向的上升与我国经济增长、物价上涨引起的商品 抢购有关 。1988年北京市城镇零售物价水平较上年增加 12，不少消费品需求大幅增长。19881991年，城镇居民 边际消费倾向下降主要是因为1988年的商品抢购挤占了后几 年的消费，特别是耐用品的消费，以及物价上涨致使经济紧 缩政策的实施 I。 19922003年，北京城镇居民边际消费倾向
13、缓慢下降， 由072下降到065。19921997年，是市场经济体制确立的 阶段。在这一阶段，北京城镇居民收入和消费增长速度提 高。人均可支配收入从2364元增加到7813元，年均递增 461，按可比价格计算，年均递增123。人均消费支出从 2135元增加到6532元，年均递增412，按可比价格计算， 年均递增98。居民生活由温饱迅速向小康迈进。1998年以 后。在较长时期的“高增长，低通胀”经济发展形势下，北 京经济发展迅速，城镇居民收入和消费持续快速增加，居民 消费结构也加快升级。19982003年，按可比价格计算，人 均可支配收入年均递增11，人均消费支出年均递增 101。1999年城镇
14、居民恩格尔系数下降到395，首次降 到40以下，说明北京城镇居民生活已进入富裕水平 】。虽 然在这期间城镇居民的收入水平和消费能力增速提高，但城 镇居民边际消费倾向却呈现出缓慢下降的趋势。边际消费倾 向的下降来自于我国各项社会体制改革带来的城镇居民消费 预期的不确定性。企业体制改革废除终身制，增强了居民在 就业、收入方面的不确定性，医疗、教育和住房体制改革使 居民在未来支出方面的不确定性增强，“一人生病，全家破 产”、“一人上学，全家拖垮”的情况时有发生 。居民在消 费支出、收入和就业方面预期不确定性的增强会使居民倾向 于减少当期的消费，增加储蓄来预防未来的各种不确定性， 从而降低了城镇居民边
15、际消费倾向。同时北京城镇居民收入 差距在这期间增大，居民收人差距的扩大也降低了居民边 际消费倾向。由于这阶段居民收入增速和消费增速差距较 小，所以城镇居民边际消费倾向缓慢下降。此外，从图1可 以看出，2001年的边际消费倾向有一个低点，为062，因为 这一年北京CPI的增速为3，上升的物价水平减缓了居民消 费的增幅，所以降低了当年的边际消费倾向。 20042011年。北京城镇居民边际消费倾向总体呈下降 趋势。20042008年，边际消费倾向降幅较大，由063下降 到053。在2009年和2010年两年内，边际消费倾向回升，增 加到055，201 1年降为054。2001年后，随着市场经济体制
16、改革的推进、加入WTO后我国对外开放步伐的加快、承办奥 运会对北京区域经济的拉动作用，北京经济稳步、快速增 长，北京城镇居民收入和消费水平快速增加，消费能力和消 费意愿也快速增强。2004201 1年，人均可支配收入从15638 元增加到32903元，年均递增158，按可比价格计算，年 均递增1 13。人均消费支出从12200元增加到21984元，年 均递增115，按可比价格计算，年均递增76。这时期北 京城镇居民消费结构进一步升级，促进了城镇居民的消费支 出增长。20042011年，北京市城镇居民的交通通信支出在 消费中所占的比重由13上升到16，汽车消费正在成为居 民消费结构升级的主要指向。在这一阶段，北京市对社会保 障重视程度的提高，对教育、医疗以及城市低收入居民生活 保障
